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X Prêmio SOF de Monografias
Tema 1 - Despesa Pública: Gestão descentralizada de recursos públicos.
DESCENTRALIZAÇÃO E RESULTADOS NA SAÚDE INFANTIL NO BRASIL
Abril de 2018
DESCENTRALIZAÇÃO E RESULTADOS NA SAÚDE INFANTIL NO BRASIL
RESUMO
O presente trabalho investiga os efeitos da relação entre descentralização e
resultados na saúde infantil no Brasil. Dado a possibilidade de respostas
heterogêneas e consequências distribucionais, buscou-se verificar os impactos
gerais e regionais da descentralização dos serviços de saúde pública sobre
resultados da saúde infantil nos estados brasileiros no período de 2000 a 2013. Para
tanto, construiu-se uma medida de descentralização fiscal do setor de saúde ainda
não explorada na literatura nacional e aplicou-se a abordagem do modelo de efeitos
fixos com tendências estado-específicas e erros padrões robustos. Os resultados
demonstraram que a descentralização fiscal das ações e serviços públicos de saúde
tiveram, no período estudado, impacto estatisticamente considerável na redução das
taxas de mortalidade infantil e na infância no Brasil. Constatou-se a importância dos
gastos federais per capita em serviços de saúde, além de ratificar que o acesso a
água potável é um importante fator de infraestrutura domiciliar sobre a saúde infantil
no contexto de países em desenvolvimento. Contudo, o impacto da descentralização
é diferenciado dado o nível de desenvolvimento regional, com efeitos maiores em
regiões mais desenvolvidas (região Sul, -0.598). Ao passo que, a capacidade
institucional de gestão do setor de saúde dos estados e municípios da região Norte
do Brasil (efeito nulo) precisam ser reexaminadas.
Palavras-chave: Descentralização, Saúde Infantil, Desenvolvimento Regional
SUMÁRIO
1 Introdução .............................................................................................................. 6
2 Revisão de Literatura ......................................................................................... 10
2.1 Aspectos Teóricos ......................................................................................... 10
2.2 Estudos Empíricos ........................................................................................ 12
3 Arcabouço Institucional do Sistema de Saúde Público Brasileiro .................. 17
4 Metodologia ......................................................................................................... 21
4.1 Dados .............................................................................................................. 21
4.2 Modelo Econométrico.............................................. ..................26
5 Resultados e Discussão ..................................................................................... 28
6 Análise de Robustez e Sensitividade dos Resultados.....................................33
7 Considerações Finais ......................................................................................... 35
Referências .............................................................................................................. 39
Anexo A – Figuras e Tabelas .................................................................................. 44
Anexo B – Descrição das Variáveis de Gastos em Saúde ................................... 46
LISTA DE FIGURAS
Figura 1 - Evolução da Mortalidade Infantil e Indicador de Descentralização Fiscal da
Saúde no Brasil, 2000-2013. ..................................................................................... 23
Figura 2 - Evolução Espacial da Mortalidade Infantil nos Estados Brasileiros, 2000-
2013.. ........................................................................................................................ 24
Figura 3 - Evolução da Mortalidade Infantil nos Estados brasileiros, 2000-2013. ..... 44
Figura 4 - Evolução do Indicador de Descentralização Fiscal da Saúde nos Estados
brasileiros, 2000 e 2013. ........................................................................................... 45
LISTA DE QUADROS
Quadro 1 - Resumo das Evidências dos Efeitos da Descentralização Fiscal sobre a
Mortalidade Infantil. ................................................................................................... 14
LISTA DE TABELAS
Tabela 1 - Gasto total per capita anual em ações e serviços públicos de saúde por
ente federativo nos Estados brasileiros, 2000-2013 .................................................. 20
Tabela 2 - Análise Descritiva e Definição das Variáveis. ................................ 25
Tabela 3 - Resultados das Estimações. .................................................................... 29
Tabela 4 - Resultados das Estimações de Análise de Robustez...............................35 Tabela 5 - Indicador de Descentralização Fiscal do Setor de Saúde, 2000 e 2013..46
Tabela 6 - Resultados Completos das Estimações de Análise de Robustez.............47
“Good questions outrank easy answers”
Paul A. Samuelson
6
1. INTRODUÇÃO
A partir da Constituição Federal de 1988 e especialmente na década de 1990,
o Brasil encaminhou uma série de reformas,1 tanto no sentido de atender as maiores
demandas políticas com o processo de redemocratização em curso, quanto no intuito
de conquistar a estabilidade macroeconômica. Dentre as ações mais importantes
postas em prática, têm-se um novo desenho do federalismo fiscal brasileiro, com
aprofundamento da descentralização fiscal e com uma maior autonomia para
Estados e Municípios.
Entretanto, a descentralização fiscal ocorrida foi parte de uma tendência
mundial, motivada principalmente pelo processo de reestruturação política e reformas
econômicas verificadas em diversas localidades. Arzaghi e Henderson (2005), que
construíram um índice de federalismo fiscal para 48 países no período de 1960 a
1995, mostraram que todas as regiões do globo apresentaram tendência de
descentralização após os anos 1980. Destacando-se os países latino-americanos que
alcançaram o mesmo nível de federalismo que países desenvolvidos em 1995.
No caso brasileiro, esse processo não foi planejado e ocorreu especialmente
devido aos conflitos que se originaram entre União, Estados e Municípios resultantes
da concentração de recursos no governo central imposto pelo regime ditatorial
(Guedes e Gasparini, 2007). A descentralização seria assim, a forma de repartir com
o poder local os déficits acumulados mantendo a legitimidade do Governo Central
(Shah e Thompson 2004).
1 Entre as principais medidas implementadas pode-se citar a abertura comercial através de redução
de tarifas de importação, o controle rígido dos gastos públicos, a privatização de empresas públicas, a liberalização cambial, o estabelecimento de metas inflacionárias, a introdução da Lei de Responsabilidade Fiscal, dentre outras. Essas medidas conseguiram garantir as condições básicas necessárias para estabilidade macroeconômica do país.
7
Pode-se imaginar que a maior autonomia fiscal aos governos locais poderia
ser vista também como uma ferramenta mais efetiva para as políticas públicas
locais, haja vista que possibilitaria as entidades subnacionais implementarem
políticas mais direcionadas à melhoria nas condições de vida da população local.
Alguns estudos empíricos têm confirmado que o poder local tem uma vantagem
informacional maior quando comparada ao poder central, indicando maior
capacidade de atender as necessidades dos mais pobres (Galasso e Ravallion,
2000; Faguet, 2001). Contudo, esses resultados não são observados em todos os
casos, não existindo um automatismo de que a descentralização traga
necessariamente os retornos esperados.
O sucesso da descentralização parece depender de um número maior de
fatores, tais como: a capacidade financeira e o capital humano local, a clareza nos
processos existentes, o grau de maturidade das instituições locais, a competição
política e os níveis de informações dos agentes econômicos envolvidos (Collins et
al., 2000; Arzaghi e Henderson, 2005). Somente a existência desses condicionantes
poderia possibilitar que a transferência de poder para as unidades federativas teriam
fortes efeitos sobre a prestação dos serviços públicos a sociedade. Dentro desse
escopo, a despeito da importância que o acesso a serviços de saúde tem sobre o
bem-estar individual e desenvolvimento econômico,2 o setor de saúde deve ser
considerado um caso especial a ser investigado. Desse modo, a literatura tem dado
grande atenção em averiguar a direção dos efeitos da descentralização fiscal dos
serviços de saúde sobre os resultados nessa área em um número considerável de
países desenvolvidos (no Canadá: Jimenez-Rubio, 2011a; na OCDE: Jimenez-
2 Arrow (1963), em artigo seminal, destaca a importância do bom funcionamento do mercado de
assistência médica para o bem-estar social.
8
Rubio, 2011b; na Itália: Cavalieri e Ferrante, 2016; na Espanha: Jimenez-Rubio e
García-Gomes, 2017). Contudo, pouca atenção têm sido despendida em investigar
os efeitos da descentralização sobre resultados da saúde em contextos de países
em desenvolvimento como o Brasil. Sendo essa, portanto, a primeira motivação para
elaboração deste trabalho.
Outra motivação é que a questão de como a descentralização fiscal do setor
de saúde pode afetar temporal e espacialmente resultados na saúde encontra-se
aberta ao debate. Arze del Granado et al (2005) encontraram que os gastos em
saúde tendem a crescer sua participação nos gastos totais dos governos com a
descentralização fiscal. Na medida que esses tipos de gastos têm impacto positivo
direto sobre o desenvolvimento do capital humano, seria de se esperar um efeito
positivo sobre o bem-estar e desenvolvimento da economia. A existência de
externalidades nos cuidados de saúde não implica necessariamente uma provisão
centralizada como uma alternativa superior, uma vez que ainda pode haver ganhos
de bem-estar a partir da provisão descentralizada em relação a um nível de serviços
de saúde centralmente determinado (Oates, 2005).
Nesse contexto, este trabalho busca contribuir para a literatura que investiga a
relação entre descentralização e resultados na saúde fornecendo uma avaliação
para o Brasil com especial ênfase sobre os impactos na saúde infantil. O Brasil é um
excelente caso de estudo, pois além de ser uma recente democracia com alterações
político-institucionais no sistema de saúde (Emenda Constitucional 29 do ano 2000)
e um país com pluralidades étnicas, raciais e culturais com regiões exibindo
diferentes condições geográficas e econômicas, detêm taxas de mortalidade infantil
9
e na infância bem superiores a de outros países3. Ademais, é de suma importância
estudar novos canais de influência sobre a saúde infantil, já que como afirma Soares
(2005) reduções na mortalidade infantil são a principal força por trás do
desenvolvimento econômico.
A proposta dessa pesquisa é avaliar a partir do modelo de efeitos fixos com
dummies de tendência estado-específicas e erros padrões robustos a direção dos
efeitos da descentralização4 sobre saúde infantil, mensurada pelas taxas de
mortalidade infantil e na infância, no Brasil no período de 2000 a 2013. Para tanto,
utilizar-se-á dados ainda não explorados oriundos do Ministério da Saúde do Brasil
(DATA-SUS) e do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE) para cada um
dos 26 Estados brasileiros e o Distrito Federal. Por fim, dado que o Brasil é um país
que apresenta relevantes disparidades regionais (Assis e Linhares, 2016), utiliza-se
dummies interativas entre determinada região do país e o indicador de
descentralização fiscal da saúde para ter um indicativo da possibilidade de efeitos
diferenciados da descentralização sobre resultados na saúde infantil em regiões
mais desenvolvidas, vis-à-vis, regiões relativamente mais pobres.
Além desta introdução, este artigo divide-se em mais cinco seções. A seção
seguinte apresenta uma revisão da literatura, dividida em estudos teóricos e
empíricos. A terceira seção exibe uma breve apresentação do arcabouço
institucional do sistema de saúde público brasileiro. Na quarta expõe-se a
metodologia utilizada no trabalho, apresentação dos dados e modelo econométrico.
3 Segundo relatório da Organização Mundial da Saúde (Herdando um mundo sustentável: Atlas sobre
a saúde das crianças e o meio ambiente, 2017) o Brasil registra a taxa de 16,4 mortes de crianças com menos de cinco anos para cada mil nascimentos, acima do índice de países como Austrália (3,8), Argentina (12,5) ou China (10,7), mas com resultados melhores que países da África. 4 Na seção de metodologia tem-se a descrição da medida de descentralização fiscal da saúde
utilizada nesse estudo.
10
Na quinta a análise dos resultados. Na sexta, uma breve análise de robustez e
sensitividade dos resultados. Por fim, são feitas as considerações finais do estudo.
2. REVISÃO DE LITERATURA
A presente seção discute os aspectos teóricos sobre federalismo fiscal
apresentando a relação entre descentralização versus centralização como forma de
atender as demandas e fornecer melhores serviços públicos a população de uma
determinada economia. Bem como, busca detalhar alguns dos principais resultados
encontrados em trabalhos empíricos anteriores com foco no impacto da
descentralização dos serviços de saúde sobre resultados na saúde infantil.
2.1. Aspectos Teóricos
Sob a ótica dos gastos públicos, a descentralização permite que as despesas
sejam realizadas de forma mais próxima as necessidades locais e desse modo pode
se ajustar melhor as preferências dos indivíduos. Hayek (1945) e Oates (1972)
expõem os argumentos fundamentais de que a descentralização fiscal possa
melhorar o bem-estar social da população local. O ponto central desse raciocínio é
que os governos subnacionais tem uma vantagem informacional sobre as
circunstâncias locais que autoridades centrais. Além disso, esse ganho informacional
resultaria na possibilidade das autoridades locais serem mais exigidas por resultados
satisfatórios de suas políticas a partir do mecanismo de premiação e punição
advindo do processo eleitoral. Isso poderia estabelecer um desenho mais eficiente
na gestão dos gastos públicos.
Por outro lado, conforme argumentaram Samuelson (1954) e Musgrave
(1959) não é possível determinar um nível eficiente de gasto público, de acordo com
11
regras aplicadas ao mecanismo de mercado. Dado que o bem público consumido
por um indivíduo não exclui o consumo por outro, então ninguém teria incentivo a
revelar sua real demanda por esse tipo de bem, desencadeando o comportamento
free-riding. Assim, cada indivíduo preferiria deixar que outros revelassem suas
demandas e pagassem pelo bem.
Contudo, Tiebout (1956) demonstra que esse mecanismo pode ser
solucionado através da descentralização por meio da comparação entre várias
jurisdições. Os cidadãos podem observar a provisão dos bens públicos e com base
em suas preferências determinar aquela que lhes proporcionaria maior bem-estar.
Os cidadãos migrariam em busca de jurisdições com melhores relações custo-
benefício entre taxação e provisão de bens e serviços públicos. Assim, a competição
entre as jurisdições por contribuintes e por recursos econômicos móveis
provavelmente restringiria os poderes tributários do governo, encorajando a provisão
dos bens e serviços públicos locais com custos mais eficientes.
A teoria tradicional tem sido crítica quanto a participação ativa dos governos
locais. Essa discordância está centrada especialmente no aspecto da eficiência das
políticas públicas locais. Prud’homme (1995) chama atenção ao fato de que a
descentralização pode permitir a replicação de estruturas desnecessárias e
ineficientes nos governos locais. Ademais, ao tentar melhorar as condições de vida
das pessoas pobres em uma determinada localidade, o governo subnacional poderia
aumentar a arrecadação própria sobre setores mais ricos, o que eventualmente
poderia estimular a migração para outras regiões que apresentam menor taxação.
Isso provocaria a erosão da arrecadação ocasionando uma política distributiva
ineficiente.
12
Evidentemente, a magnitude dessa erosão dependeria do grau de mobilidade
dos fatores de produção e da população. Quando essa mobilidade é imperfeita ou
custosa, os governos locais podem realizar um papel mais importante na introdução
de políticas sociais. Desse modo, considerando que em países em desenvolvimento a
mobilidade é relativamente baixa, pode-se imaginar que os governos locais teriam
maior aptidão na provisão de bens públicos como a saúde. Por outro lado, essa
efetividade poderia ser prejudicada dependendo da forma que o federalismo fiscal é
desenhado, já que há um trade off entre a partilha de risco e o risco moral: a partilha
de risco federal pode induzir os governos locais a promulgar políticas que aumentam o
risco local na presença de captura (risco moral) das capacidades administrativas
desses governos na elaboração de políticas. Os arranjos alternativos criam incentivos
diferentes para os formuladores de políticas e os eleitores, e dão origem a diferentes
equilíbrios políticos. Sob as instituições apropriadas, a centralização das funções e
do poder podem mitigar o problema do risco moral (Perrson e Tabellini, 1996a).
2.2. Estudos Empíricos
De acordo com a seção anterior, há argumentos teóricos que apontam tanto
para uma relação positiva entre descentralização e resultados na saúde infantil,
como existem também explicações para uma provável relação negativa. Desse
modo, diversos estudos empíricos têm procurado analisar a relação entre essas
medidas. Esta seção faz um breve resumo dos principais trabalhos disponíveis na
literatura, sempre procurando destacar a forma de aferição do indicador de
descentralização e das variáveis de controle utilizadas. Destaca-se que é comum
aos trabalhos citados o uso da taxa de mortalidade infantil (TMI) como forma de
13
mensurar resultados na saúde. O Quadro 1 apresenta um resumo das evidências
dos efeitos da descentralização fiscal sobre a mortalidade infantil.
Habibi et al (2003) investiga o impacto da descentralização fiscal na Argentina
utilizando dados para 23 províncias (Estados) no período de 1970 a 1994. Ele utiliza
duas medidas de descentralização: a proporção das receitas auferidas localmente e
a proporção da receita controlada pela província sobre o total, além de: PIB per
capita da província, funcionários públicos por 1.000 habitantes e despesas totais da
província per capita como controles. Seus resultados mostram que descentralização
reduz mortalidade infantil. Além disso, ao comparar os padrões de descentralização
entre as províncias de baixa renda e alta renda, evidencia que as disparidades nas
TMIs regionais diminuem significativamente durante o período após as reformas de
descentralização serem realizadas.
Asfaw et al (2007) analisando 14 grandes Estados indianos entre 1990 e 1997
observa que a descentralização fiscal reduz a TMI de áreas rurais, e destaca que
sua eficácia aumenta com o nível de descentralização política. Para chegar a esses
resultados seu trabalho utiliza três indicadores de descentralização fiscal: a despesa
total do Estado, a despesa local total pela população rural e a parcela das receitas
próprias locais no total das despesas locais. Além de PIB per capita e alfabetização
feminina como variáveis independentes.
Para dados de 15 regiões da Espanha entre 1992 e 2003, Cantarero e
Pascual (2008) avaliam os efeitos da descentralização fiscal da saúde (Proporção
das despesas de saúde dos entes sub-nacionais em relação a despesa total em
saúde para todos os níveis de governo) sobre a TMI e expectativa de vida. Suas
estimações mostram que a descentralização fiscal é negativamente relacionada com
as TMIs e positivamente relacionada com a expectativa de vida.
14
Quadro 1 - Resumo das Evidências dos Efeitos da Descentralização Fiscal sobre a Mortalidade Infantil.
LISTA DE ARTIGOS
Estudo Unidade/Método de
Estimação Medida de Descentralização Conclusões
Robalino et al. (2001)
Painel de Países/Efeitos Fixos Relação entre as despesas totais dos governos locais e as despesas totais do governo central.
Efeito Positivo. Maior efeito em países pobres.
Habibi et al. (2003)
Argentina (23 províncias)/ MQO, MQG e Efeitos Fixos
Proporção da receita auferida localmente e proporção da receita controlada sobre o total.
Efeito Positivo
Asfaw et al. (2007)
India
(14 estados)/ Efeitos fixos e
Aleatórios
Índice de descentralização fiscal obtido por análise fatorial com base em três variáveis, a parcela da despesa local na despesa total do estado, a despesa local total pela população, a parcela da receita própria local do total das despesas locais.
Efeito Positivo
Cantarero e Pascual (2008) Espanha (15 regiões)/Efeitos Fixos e Aleatórios
Proporção de despesas de saúde dos
entes sub-nacionais em relação a
despesa total em saúde para todos os
níveis de governo.
Efeito Positivo
Uchimura e Jütting (2009)
China
(26 estados)/Efeitos Fixos com
erros padrão robustos
Proporção da despesa agregada do condado em relação à despesa total da província.
Efeito Positivo
Akpan (2011)
Nigéria (36 estados)/ Efeitos Aleatórios
Proporção de receita do Estado para a receita federal.
Efeito Positivo
Jiménez-Rubio (2011a) Canadá (10 províncias)/Efeitos Fixos com erros padrões robustos
Proporção de despesas de saúde dos entes sub-nacionais em relação a despesa total em saúde para todos os níveis de governo.
Efeito Positivo
Jiménez-Rubio (2011b)
Painel de Países (OCDE)/ Modelo de correção de erros com dummies de tendência e ano e erros padrões robustos
A taxa das receitas fiscais sub-nacionais sobre as receitas totais das administrações públicas e a taxa entre a receita fiscal sub-nacional e a receita total do governo geral.
Efeito Positivo
Soto et al. (2012) Colombia (1080 municípios)/ Efeitos Fixos com dummies de ano e erros padrões robustos
Despesas de saúde controladas localmente como proporção das despesas totais de saúde.
Efeito Positivo. Maior efeito em municípios ricos que em pobres.
Cavalieri e Ferrante (2016)
Itália (20 regiões)/Efeitos
Fixos com dummies de
tendência região-específica
Grau de autonomia de decisão na
alocação de receitas tributárias e
dependência de transferências fiscais
do governo central.
Efeito Positivo. Maior efeito em regiões mais pobres
Jiménez-Rubio e García-Gómez (2017)
Espanha (50 províncias)/ Modelo de diferenças em dife- renças com erros padrões robus- tos
Descentralização fiscal e política,
atribuindo-se diferentes escalas para
as regiões antes e depois de
alterações no sistema de saúde.
Efeito Positivo. Os benefícios da descentralização se concentram em regiões mais ricas e descentralizadas
Fonte: Elaboração Própria. Notas: Por efeito positivo entende-se que a descentralização fiscal teve efeito de reduzir a taxa de mortalidade infantil.
Uchimura e Jütting (2009) utilizando dados de 26 províncias chinesas no
período de 1995 a 2001, relata que as províncias mais descentralizadas têm melhor
desempenho em relação aos resultados da saúde se duas condições forem
15
atendidas: um sistema de transferência funcional for estabelecido entre os níveis da
província e do condado; e se a capacidade fiscal dos próprios municípios for
reforçada. Duas medidas de descentralização são utilizadas: relação entre a
despesa dos condados agregada a nível provincial e a receita própria dos condados
agregada a nível provincial (como medida de equilíbrio vertical), e a razão entre a
despesa agregada do condado e a despesa total da província.
A estratégia empírica do trabalho de Jimenez-Rubio (2011a) foi construída
para 10 províncias do Canadá, entre 1979 e 1995, utilizando como medida de
descentralização fiscal: a proporção das despesas de saúde dos entes sub-
nacionais em relação a despesa total em saúde para todos os níveis de governo; e
como variáveis de controle: o PIB per capita da província, subsídios globais de
saúde per capita do governo federal, despesa federal per capita em saúde, despesa
municipal per capita em saúde, assistência médica privada per capita, baixo peso ao
nascer, dentre outras. Ele ressalta que a descentralização tem uma influência
positiva substancial sobre a eficácia da política pública na melhoria da saúde da
população (medida pela mortalidade infantil).
Soto (2012) utilizando dados de 1080 municípios da Colômbia de 1998 a 2007
e construindo um indicador de descentralização fiscal similar a Jimenez-Rubio
(2011a), encontra que a descentralização diminui as TMIs. No entanto, os efeitos
nos resultados da saúde melhoram dependendo das condições socioeconômicas
das localidades: eles são maiores nos municípios não pobres do que nos municípios
pobres. Entre outras variáveis de controle empregadas, destacam-se o percentual de
domicílios com necessidades básicas insatisfeitas e nível de urbanização. Já
Cavalieri e Ferrante (2016) analisam 20 regiões italianas no período de 1996 a 2012.
A descentralização é medida por dois indicadores diferentes, o grau de autonomia
16
de decisão na alocação de receitas tributárias e o outro até que ponto as regiões
dependem de transferências fiscais do governo central. Seus resultados mostram
que uma maior proporção das receitas fiscais geradas e/ou controladas localmente,
bem como uma menor dependência de transferência do governo central, estão
consistentemente associadas a menores taxas de mortalidade infantil. Além de
constatarem que regiões mais pobres apresentam melhores resultados.
Por fim, Jimenez-Rubio e Garcıa-Gomez (2017) exploram um experimento
natural para identificar o efeito da descentralização nos resultados de saúde de 50
províncias espanholas entre 1980 e 2010. Os autores baseiam-se no pressuposto de
que o momento da descentralização foi conduzido pela identidade cultural das
províncias, que supostamente não está correlacionado com os resultados de saúde,
para identificar o efeito da descentralização. Os autores estimam o efeito da
descentralização nas taxas de mortalidade neonatal e infantil usando um modelo de
diferenças em diferenças, no qual as províncias que adotam um sistema de saúde
descentralizado em qualquer período t são consideradas tratadas. Os resultados
mostram que a descentralização completa, quando as províncias adquirem
independência fiscal e política do governo central, tem um impacto significativo nas
taxas de mortalidade neonatal e infantil.
Em suma, de certo modo pode-se aventar, com base nos estudos de Soto
(2012) e Cavalieri e Ferrante (2016), que há uma expectativa a priori de que regiões
mais pobres em países desenvolvidos apresentem impactos positivos e mais
relevantes da descentralização fiscal na redução da mortalidade infantil. Ao passo
que, esse efeito ocorreria de modo inverso em países em desenvolvimento. Assim,
este estudo buscará investigar esses efeitos em um contexto de país em
desenvolvimento com reconhecidos problemas de desigualdades regionais.
17
3. ARCABOUÇO INSTITUCIONAL DO SISTEMA DE SAÚDE PÚBLICO
BRASILEIRO
Uma mudança relevante no direito ao acesso a saúde no Brasil ocorreu com a
Constituição Federal de 1988, que determinou a implantação do Sistema Único de
Saúde (SUS), prevendo acesso universal e integralidade no atendimento, além da
descentralização como princípio da política. Contudo, isso não foi suficiente para
garantir a provisão equânime dos serviços de saúde pública no país. Desse modo,
dentro da perspectiva do desenvolvimento de ações e serviços públicos de saúde, o
Brasil adotou a Emenda Constitucional no 29 do ano 2000 como forma de quantificar
e monitorar o financiamento das despesas necessárias para a manutenção do
sistema de saúde entre os entes federativos. A referida Emenda estabeleceu para os
Estados e Municípios, a participação mínima de 12% e 15%, respectivamente, da
alocação de seus recursos na esfera da saúde. Quanto a União, esta deveria aplicar
na saúde o valor empenhado no ano anterior, mais a variação nominal do Produto
Interno Bruto (PIB).
Segundo o Ministério da Saúde do Brasil (2006), a divisão das
responsabilidades da gestão e provisão da saúde no país ocorre da seguinte forma:
a) A União é o principal financiador da saúde pública no país. Historicamente,
metade dos gastos é feita pelo governo federal, a outra metade fica sob
responsabilidade dos Estados e Municípios. A União formula políticas nacionais,
mas a implementação é feita por seus parceiros (estados, municípios, ONGs e
iniciativa privada). Também tem a função de planejar, criar normas, avaliar e utilizar
instrumentos para o controle do SUS; b) O governo estadual implementa políticas
nacionais e estaduais, além de organizar o atendimento à saúde em seu território.
Os estados possuem secretarias específicas para a gestão de saúde; c) O município
18
é o principal responsável pela saúde pública de sua população. O gestor municipal
deve aplicar recursos próprios e os repassados pela União e pelo Estado. O
município formula suas próprias políticas de saúde e também é um dos parceiros
para a aplicação de políticas nacionais e estaduais de saúde. Ele coordena e planeja
o SUS em nível municipal, respeitando a normatização federal e o planejamento
estadual. Além disso, pode estabelecer parcerias com outros municípios para
garantir o atendimento pleno de sua população para procedimentos de
complexidade que estejam acima daqueles que pode oferecer.
Com relação a composição das receitas que devem ser alocadas no setor de
saúde, em nível estadual, deve-se somar: a) Impostos Estaduais (Imposto sobre
Circulação de Mercadorias e Serviços (ICMS), Imposto sobre Propriedade de
Veículo Automotor (IPVA), e Impostos sobre herança e doações); b) Transferências
da União (cota-parte do Fundo de Participação dos Estados (FPE), cota-parte do IPI-
Exportação e transferências da Lei Kandir); c) Imposto de Renda Retido na Fonte; d)
Outras Receitas Correntes. Desse total, devem-se subtrair as transferências
constitucionais e legais que são feitas aos municípios (25% do ICMS, 50% do IPVA
e 25% do IPI-Exportação). Após esse procedimento, 12% dessas receitas devem ser
gastas com ações e serviços públicos de saúde. Em nível municipal, o orçamento é
composto por: a) Impostos Municipais (Imposto Sobre Serviços (ISS), Imposto
Predial Territorial Urbano (IPTU), Imposto sobre Transferência de Bens Imóveis
(ITBI)); b) Transferências da União (cota-parte do Fundo de Participação do
Municípios (FPM), cota-parte do Imposto sobre propriedade Territorial Rural (ITR) e
transferências da Lei Kandir); c) Imposto de Renda Retido na Fonte; d)
Transferências do Estado; e) Outras Receitas Correntes. Como dito anteriormente,
15% dessas receitas municipais devem ser gastas em saúde.
19
Apesar do maior peso sobre os municípios, o Ministério da Saúde adverte que
a relação entre a União, Estados e Municípios não possui uma hierarquização. Os
entes federados negociam e entram em acordo sobre ações, serviços, organização
do atendimento e outras relações dentro do sistema público de saúde. É o que se
chama de pactuação intergestores, ela pode ocorrer na Comissão Intergestora
Bipartite (Estados e Municípios) ou na Comissão Intergestora Tripartite (os três entes
federados). Collins et al. (2000) reforça a importância do Estado na provisão de
saúde ao afirmar que o imenso tamanho do Brasil e o grande número de municípios
no país tornam bastante impraticável pensar que as formas de integração
intergovernamental podem ser conduzidas sem um intermediário estadual, dado que
muitos dos municípios são muito pequenos para considerá-los como tendo a
capacidade de desenvolver sistemas de saúde municipais viáveis. Conforme o autor,
deve-se notar que a descentralização requer um forte nível de ligação
intergovernamental em torno da alocação de recursos, planejamento, garantia de
qualidade, supervisão técnica e planejamento de recursos humanos.
Por fim, a Tabela 1 apresenta a estrutura dos gastos em ações e serviços
públicos de saúde por ente federativo nos Estados brasileiros. Pode-se observar que
houve um crescimento considerável dos gastos em saúde nos três níveis de
governo. Destaca-se que entre 2000 e 2013 os gastos municipais e estaduais em
ações e serviços públicos de saúde per capita cresceram, respectivamente, cerca de
200% e 174%. Além disso, esses dados revelam a assimetria da estrutura dos
gastos em saúde no Brasil. A título de exemplo, o Governo do Estado do Maranhão
gastava apenas 9.91 reais per capita anualmente em ações e serviços públicos de
saúde no ano 2000, bem como o Estado do Acre que no mesmo ano deteve
20
aproximadamente apenas 10 reais em gastos per capita com saúde oriundos da
esfera municipal.
Tabela 1 - Gasto total per capita anual em ações e serviços públicos de saúde por ente federativo nos Estados brasileiros, 2000-2013.
GASTO MUNICIPAL PER CAPITA GASTO ESTADUAL PER CAPITA GASTO FEDERAL PER CAPITA
UNIDADE DA FEDERAÇÃO
2000 2013 VARIAÇÃO 2000 2013 VARIAÇÃO 2000 2013 VARIAÇÃO
TOTAL 98.37 294.87 200% 94.34 258.64 174% 271.64 413.07 52%
Acre 10.01 149.90 1398% 455.40 658.56 45% 313.90 257.77 -18%
Alagoas 41.88 174.90 318% 79.13 191.71 142% 227.24 260.09 14%
Amapá 22.51 127.38 466% 273.42 625.20 129% 311.43 228.89 -27%
Amazonas 82.06 221.74 170% 187.66 484.86 158% 192.45 203.08 06%
Bahia 48.22 180.36 274% 66.37 161.47 143% 186.93 243.28 30%
Ceará 50.47 205.36 307% 21.42 197.42 822% 218.21 238.22 09%
Distrito Federal - - - 183.02 760.31 315% 339.48 209.94 -38%
Espírito Santo 87.52 282.80 223% 155.97 355.92 128% 197.53 226.73 15%
Goiás 60.84 253.68 317% 80.90 238.39 195% 212.15 232.40 10%
Maranhão 42.72 169.36 296% 9.91 159.50 1509% 197.39 240.07 22%
Mato Grosso 111.47 318.95 186% 38.92 286.26 636% 232.46 233.02 0%
Mato Grosso do Sul 118.33 396.13 235% 105.58 308.36 192% 218.95 273.63 25%
Minas Gerais 113.86 309.95 172% 48.24 208.53 332% 201.83 245.23 22%
Pará 32.85 154.74 371% 55.66 190.73 243% 188.21 203.06 08%
Paraíba 46.54 212.00 356% 31.50 225.34 615% 251.62 272.88 08%
Paraná 103.53 312.17 202% 42.90 191.16 346% 219.29 259.23 18%
Pernambuco 46.12 186.87 305% 84.03 236.83 182% 251.13 262.15 04%
Piauí 26.06 207.91 698% 40.57 208.12 413% 225.50 272.70 21%
Rio de Janeiro 106.71 342.82 221% 94.39 239.07 153% 415.61 334.91 -19%
Rio Grande do Norte 75.34 257.81 242% 129.87 266.31 105% 236.96 260.84 10%
Rio Grande do Sul 100.55 299.17 198% 85.71 254.80 197% 272.01 324.99 19%
Rondônia 61.36 232.01 278% 108.84 346.03 218% 319.20 212.67 -33%
Roraima 57.37 204.64 257% 364.00 758.76 108% 436.32 256.07 -41%
Santa Catarina 89.01 337.35 279% 106.58 246.07 131% 200.95 247.03 23%
São Paulo 179.74 450.11 150% 162.69 299.64 84% 218.61 221.26 01%
Sergipe 40.72 192.41 373% 43.11 295.74 586% 230.21 260.04 13%
Tocantins 71.75 221.64 209% 156.15 635.49 307% 260.33 277.95 07%
Fonte: DATASUS, Ministério da Saúde do Brasil. Valores deflacionados com base no Índice Nacional de Preços ao Consumidor Amplo (IPCA) 2013.
21
4. METODOLOGIA
4.1. Dados
Os dados que viabilizaram esse estudo foram obtidos em duas fontes. A
primeira, o Ministério da Saúde do Brasil, a partir do sistema de compilação de
dados DATA-SUS. A segunda, o Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística
(IBGE), através dos dados oriundos da Pesquisa Nacional por Amostra de
Domicílios (PNAD). Foram utilizados dados anuais para a taxa de mortalidade infantil
até o primeiro e quinto ano de vida, com o intuito de identificar os impactos da
descentralização sobre resultados na saúde infantil. O painel é formado por 26
Estados brasileiros e o Distrito Federal no período de 2000 a 2013. Destaca-se que
a PNAD não foi realizada nos anos de 2000 e 2010. Portanto, são 324 observações
que compõem a amostra do trabalho.
A Tabela 3 apresenta uma análise descritiva e definição de todas as variáveis
utilizadas. A variável que merece uma maior reflexão e explicação em seu uso e
construção é o indicador de descentralização fiscal da saúde. Segundo Jimenez-
Rubio (2011a), a mais usual medida quantitativa disponível de descentralização da
assistência de saúde é a proporção entre os gastos de saúde sub-nacionais para o
total de gastos de saúde para todos os níveis de governo. Assim, através dos dados
do Ministério da Saúde do Brasil, o cálculo do indicador de descentralização nesse
artigo considera o nível de gastos anuais per capita com ações e serviços públicos
de saúde, deflacionados com base no Índice Nacional de Preços ao Consumidor
Amplo (IPCA) do ano 2013, para os três entes federados do país (União, Estados e
Municípios).
Desse modo, levando em consideração as características institucionais do
Brasil, o indicador de descentralização da saúde é calculado somando-se os gastos
22
per capita com ações e serviços de saúde pública dos Estados e Municípios, e
posteriormente dividindo-o pelo total de gastos per capita em ações e serviços
públicos de saúde, que é a soma dos gastos per capita federais, estaduais e
municipais. Além disso, destacam-se as outras variáveis de controle obtidas no
Ministério da Saúde, uma proxy para gastos privados em saúde: proporção da
população com a acesso a assistência médica através de planos privados de saúde;
e uma medida de necessidades no período de gestação da criança: baixo peso ao
nascer, proporção de nascidos vivos pesando menos que 2.500g.5
As variáveis obtidas no IBGE, através da PNAD, foram o indicador do nível de
rendimentos: a renda domiciliar per capita; uma medida de capital social: proporção
da população feminina acima de 15 anos de idade alfabetizada; e três indicadores
de condições básicas de vida: percentual das pessoas que vivem em domicílios com
acesso a um sistema básico de esgoto,6 percentual de pessoas em domicílios com
acesso a água potável através de sistema canalizado e percentual de pessoas em
domicílios com acesso ao serviço de coleta de lixo.
Uma primeira inspeção nos dados revela que, como exposto na Figura 1, há
uma relação inversamente proporcional entre a taxa de mortalidade infantil e o
indicador de descentralização fiscal da saúde do Brasil no período de 2000 a 2013.
Dado que a mortalidade infantil vem reduzindo no país desde os anos 19607 e como
o processo de crescimento dos gastos em saúde dos entes federados sub-nacionais
5 Outra importante variável utilizada na literatura e disponibilizada pelo Ministério da Saúde do Brasil é
a taxa de mulheres fumantes. Contudo, dado o seu restrito período de disponibilidade de 2006 a 2012, optou-se pela sua não inclusão na amostra. 6 Dados da PNAD 2013 revelam que 25% da população brasileira não dispõe de condições básicas
de esgotamento sanitário. Com esse número se elevando para 47% e 43% nas regiões Norte e Nordeste do país, respectivamente. 7 Soares (2007b) mostra que a América Latina de uma maneira geral reduziu cerca de 70% a
mortalidade infantil (por 1,000 nascidos vivos) entre 1960 e 2000. O Brasil seguiu essa tendência segundo o referido autor.
23
Figura 1 - Evolução da Mortalidade Infantil e Indicador de Descentralização Fiscal
da Saúde no Brasil, 2000-2013.
Fonte: Elaboração Própria.
iniciou-se apenas no ano 2000, é salutar questionar se a redução da mortalidade na
década de 2000 estaria de fato relacionada ao processo de descentralização.
Soares (2007a) advoga que a redução da mortalidade infantil no Brasil entre os anos
de 1970 e 2000 estaria fortemente relacionada aos ganhos educacionais de sua
população, redução da taxa de analfabetismo.
A Figura 2 apresenta a evolução espacial da taxa de mortalidade infantil nos
Estados brasileiros entre 2000 e 2013. Observa-se que há uma tendência comum a
todas unidades federativas em reduzir a mortalidade. Entretanto, alguns Estados
destacam-se, como: o Ceará, Rio Grande do Norte e Pernambuco na região
Nordeste; Minas Gerais na região Sudeste; Mato Grosso do Sul na região Centro-
Oeste e, Rondônia na região Norte8. Ademais, destaca-se que há maior
8 O estado do Ceará foi destaque nacional reduzindo em 62% a taxa de mortalidade infantil entre os
anos de 2000 e 2013. Os estados do Rio Grande do Norte e Pernambuco reduziram, 54% e 56%, respectivamente. Minas Gerais, 44%. Mato Grosso do Sul, 46% e Rondônia, 53%
24
predominância de taxas mais elevadas de mortalidade infantil até um ano de vida
nas regiões Norte e Nordeste do país.
Figura 2 - Evolução Espacial da Mortalidade Infantil nos Estados Brasileiros, 2000-
2013.
Fonte: Elaboração Própria.
Por fim, ressalta-se que a escolha das variáveis de controle para compor o
modelo seguiu o padrão da literatura: Descentralização, Gasto Federal e Baixo Peso
ao Nascer (Jimenez-Rubio, 2011a); Gasto Estadual e Alfabetização Feminina (Asfaw
et al., 2007); Plano de Saúde, proposta do autor de utilizar a proporção da população
coberta por plano privado de saúde como proxy para o valor do gasto per capita em
serviços de saúde providos pelo setor privado, que foi a medida utilizada por
Jimenez-Rubio (2011a); Renda Domiciliar, Saneamento, Água Potável e Coleta de
Lixo (Soares, 2007a e Soto, 2012).
25
Tabela 2 - Análise Descritiva e Definição das Variáveis.
LISTA DE VARIÁVEIS
VARIÁVEL MÉDIA DESVIO PADRÃO
MÍN. MÁX. DEFINIÇÃO PERÍODO FONTE
Mortalidade Infantil
21.1 Overall 6.67 Between 4.93 Within 4.58
10.41 2.7 11.8
39.2 27.4 35.6
Número de crianças que morrem antes do primeiro ano de vida, expressa como uma taxa por 1000 nasci- das vivas.
2000-2013 DATA-SUS
Mortalidade na Infância
24.5 Overall 7.61 Between 5.66 Within 5.20
12.1 14.9 13.6
44.3 31.0 40.8
Número de crianças que morrem antes dos cinco anos de vida, expressa como uma taxa por 1000 nascidas vivas.
2000-2013 DATA-SUS
Descentralização 0.58 Overall 0.11 Between 0.07 Within 0.08
0.21 0.47 0.28
0.80 0.71 0.75
Indicador de Descen- tralização Fiscal da Saúde.
2000-2013 Elaboração
Própria
Renda Domiciliar 730.9 Overall 302.9 Between 277.3 Within 132.2
314.2 416.8 380.5
2034 1.632 1.133
Renda Domiciliar per capita em reais de 2013.
2001-2013 IBGE
Gasto Estadual 386.4 Overall 177.6 Between 124.8 Within 128.4
52.63 210.2 55.75
963.4 668.5 707.3
Gasto Estadual e Municipal per capita anual com ações e serviços de saúde pública em reais de 2013.
2000-2013 DATA-SUS
Gasto Federal 247.3 Overall 54.0 Between 35.1 Within 41.5
149.0 184.7 150.2
525.8 359.2 494.5
Gasto Federal per ca- pita anual com ações e serviços de saúde pública em reais de 2013.
2000-2013 DATA-SUS
Plano de Saúde 13.62 Overall 9.16 Between 8.94 Within 2.59
2.68 4.56 6.97
42.9 39.1 20.2
Proporção da popu- lação coberta por plano privado de saúde com assistên- cia médica.
2000-2013 DATA-SUS
Alfabetização Feminina
87.9 Overall 6.09 Between 5.90 Within 1.85
71.0 74.9 82.9
96.7 95.8 93.4
Proporção da popu- lação feminina acima de 15 anos de idade alfabetizada.
2001-2013 IBGE
Baixo Peso ao Nascer (BPN)
7.72 Overall 0.91 Between 0.85 Within 0.36
4.10 6.30 5.52
9.70 9.44 8.79
Proporção de nas- cidos vivos pesando menos que 2500g.
2000-2013 DATA-SUS
Saneamento 0.58 Overall 0.21 Between 0.19 Within 0.08
0.11 0.26 0.30
0.97 0.94 0.88
Percentual de domi- cílios com adequado saneamento através de rede coletora ou fossa séptica.
2001-2013 IBGE
Água Potável 0.85 Overall 0.13 Between 0.12 Within 0.05
0.45 0.61 0.68
1.00 0.99 1.02
Percentual de pes- soas em domicílios com acesso a aguá potável através de sistema canalizado.
2001-2013 IBGE
Coleta de Lixo 0.81 Overall 0.12 Between 0.11 Within 0.04
0.46 0.53 0.68
0.99 0.98 0.95
Percentual de pes- soas em domicílios com acesso ao serviço de coleta de lixo.
2001-2013 IBGE
Fonte: Elaboração Própria.
26
4.2. Modelo Econométrico
A abordagem empírica deste artigo, apesar de se aproximar do padrão na
literatura (Jimenez- Rubio, 2011), sugere a incorporação de medidas importantes
para a realidade de países em desenvolvimento (Soares, 2007a e Soto, 2012). Dado
a estrutura de dados, o método de estimação empregado para testar a direção dos
efeitos da descentralização sobre resultados da saúde infantil foi o modelo de efeitos
fixos com dummies de tendências estado-específicas e erros padrões robustos.
Assim, os modelos de efeito médio nacional e efeitos regionais utilizados podem ser
descritos da seguinte forma:
𝑇𝑀it = 𝛽0 + 𝛽1Descentralizaçãoit + 𝛽𝑋it + 𝛼i + 𝜃iTempot + 𝜀it (1)
Onde i = 1,..., 27; t = 2000,..., 2013
𝑇𝑀it = 𝛽0 + 𝛽j𝜆j Descentralizaçãoit + 𝛽𝑋it + 𝛼i + 𝜃iTempot + 𝜀it (2)
Onde i = 1,..., 27; t = 2000,..., 2013 e j = 1,..., 5
A variável dependente, TM, denota a taxa de mortalidade infantil (menores de
1 ano) ou na infância (menores de 5 anos) em logaritmo. A variável explicativa de
principal interesse é a Descentralização (em logaritmo), indicador de
descentralização fiscal da saúde. O vetor 𝑋 de variáveis de controle é composto
pelas variáveis (em logaritmo): Renda, renda domiciliar per capita; Gasto Estadual,
gasto estadual e municipal anual per capita com ações e serviços públicos de saúde
em Reais de 2013; Gasto Federal, gasto federal anual per capita com ações e
serviços públicos de saúde em Reais de 2013; Plano de Saúde, proporção da
população coberta com assistência médica por plano privado de saúde;
27
Alfabetização Feminina taxa de alfabetização entre mulheres de 15 anos ou mais de
idade; BPN, proporção de nascidos vivos com peso inferior a 2500g, independente
do tempo de gestação; Saneamento, percentual das pessoas que vivem em
domicílios com acesso a instalações adequadas de esgoto; Água, percentual de
pessoas em domicílios com acesso a água potável; Lixo, percentual de pessoas em
domicílios com acesso ao serviço de coleta de lixo.
O termo 𝛼i (efeito fixo estadual) são os efeitos idiossincráticos que não variam
no tempo associados a cada Estado e que podem afetar de alguma maneira os
níveis de mortalidade, como por exemplo, as características naturais, as condições
climáticas, estrutura econômica, etc. Assim, pode ser entendido como um
representante de variáveis omitidas, que apesar de não observáveis, afetam as
taxas de mortalidade local. O termo 𝜃iTempo representa a tendência específica
estadual, dummies de tendência para cada Estado da amostra, que permitem
controlar qualquer variação sistemática no registro de mortalidade entre Estados em
um ponto no tempo, ou através do tempo dentro de um Estado. Como, por exemplo,
um programa nacional de saúde familiar lançado pelo governo federal, ou um
programa específico de combate a pobreza em um determinado Estado.
Por fim, o componente 𝜀𝑖𝑡 é um termo aleatório com média zero e variância
constante. Os subscritos 𝑖, 𝑡 e 𝑗 correspondem ao Estado, ao período de tempo da
observação e a Região do país, respectivamente. Além disso, levando em
consideração a possibilidade de erros autocorrelacionados e heterocedasticos, o que
poderia acarretar na sobre-estimação da significância dos coeficientes estimados,
computou-se os erros padrões corrigidos para cinco clusters em nível regional9.
9 Jiménez-Rubio e García-Gómez (2017) usam estratégia similar para dados da Espanha.
28
Ademais, a literatura (Cavalieri e Ferrante, 2016; Soto, 2012; Robalino et al.,
2001) aponta para a existência de evidências de que os efeitos da descentralização
fiscal sobre a mortalidade infantil apresente benefícios diferenciados em regiões ou
países mais desenvolvidos que em regiões ou países pobres. Então, como exercício
adicional e dado que o Brasil é um país que apresenta relevantes disparidades
regionais (Assis e Linhares, 2016), utiliza-se dummies interativas entre determinada
região do país e o indicador de descentralização fiscal da saúde (𝜆𝑗
Descentralização) para ter um indicativo dessa hipótese para a economia brasileira.
5. RESULTADOS E DISCUSSÃO
Nesta seção expõem-se os resultados das estimações dispostas de seis
formas distintas. Para fins ilustrativos, a Tabela 3 apresenta na coluna (1) e (4) o
modelo similar ao empregado por Jimenez- Rubio (2011) incluindo variáveis de
condições básicas de vida e aplicado a mortalidade infantil e na infância,
respectivamente. A coluna (2) e (5) incluem aos modelos anteriores dummies de
tendências estado-específicas, que permitem a possibilidade de tendências
específicas na taxa de mortalidade infantil e na infância para cada Estado,
possibilitando amenizar problemas de viés de especificação oriundos da omissão de
variáveis relevantes. Nas colunas (3) e (6) são apresentadas as estimações do
modelo de efeitos fixos10 com dummies de tendências estado-específicas e erros
padrões robustos incluindo interações entre determinada região do país e a medida
de descentralização fiscal da saúde.
10
Como é padrão na literatura, adicionalmente, estimou-se utilizando o modelo de efeitos aleatórios. Porém, o teste de Hausman indicou que o modelo mais apropriado seria o de efeitos fixos.
29
Tabela 3 - Resultados das Estimações.
ESTIMATIVA DE EFEITOS FIXOS (E.F)
(ln) Variável Dependente
Taxa de Mortalidade Infantil Taxa de Mortalidade na Infância
(ln) Regressores (1) (2) (3) (4) (5) (6)
Descentralização -0.193
*
(-2.44) -0.355
*
(-2.07) -
-0.219*
(-2.16) -0.277
*
(-2.05) -
Renda -0.133
**
(-3.20) -0.096 (-1.56)
-0.085
(-1.36) -0.149
**
(-3.06) -0.091
(-1.94) -0.081
(-1.65)
Gasto Estadual -0.115
**
(-3.85) -0.096 (-1.56)
0.208
(1.78) -0.106
**
(-2.67) 0.161 (1.47)
0.171
(1.81)
Gasto Federal -0.173
***
(-4.25) -0.151
*
(-2.06) -0.155
*
(-2.44) -0.185
**
(-3.81) -0.116
*
(-2.09) -0.115
*
(-2.66)
Plano de Saúde -0.201
***
(-4.36) 0.026 (0.36)
0.015 (0.23)
-0.193***
(-4.57) 0.010
(0.19) -0.000
(-0.01)
Alfabetização Feminina
-1.427 (-1.86)
0.416 (0.69)
0.408 (0.67)
-1.396
(-1.88) 0.329 (0.59)
0.320 (-0.56)
BPN -0.225 (-0.87)
0.122*
(2.10) 0.099
*
(2.00) -0.210
(-0.92) 0.109 (1.14)
0.088
(0.99)
Saneamento -0.001 (-0.11)
0.001 (-0.09)
-0.000 (-0.03)
0.000
(0.01) -0.001
(-0.15) -0.001
(-0.08)
Água -0.188 (-0.89)
-0.080***
(-4.18)
-0.061*
(-2.57) -0.169
(-0.88) -0.087
***
(-5.57) -0.070
*
(-2.43)
Lixo 0.096 (0.94)
-0.078 (-0.69)
-0.058 (0.53)
0.106 (0.85)
-0.082
(-0.72) -0.062
(-0.55)
Descentralização* S -0.598
**
(-3.12)
-0.505**
(-3.58)
Descentralização* SE -0.379
**
(-2.69)
-0.288**
(-2.83)
Descentralização* CO -0.452
*
(-2.54)
-0.351**
(-2.74)
Descentralização* NE -0.350
*
(-2.39)
-0.268*
(-2.44)
Descentralização* NO -0.245 (-1.21)
0.160 (-0.99)
Constante 13.13
***
(5.61) 95.51
***
(5.84) 96.81
***
(6.71) 13.05
***
(5.57) 93.78
***
(6.36) 94.88
***
(7.33)
E.F. Estado Sim Sim Sim Sim Sim Sim
E.F. Estado Específico Temporal
Não Sim Sim Não Sim Sim
Prob > F 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00 0.00
N 324 324 324 324 324 324
R2 Within 0.88 0.96 0.96 0.89 0.97 0.97
R2 Between 0.68 0.25 0.33 0.68 0.19 0.28
R2 Overall 0.73 0.16 0.12 0.73 0.12 0.17
Fonte: Elaboração Própria. Notas: Erros padrões robustos computados em cluster em nível de Região. *significante a 10%, **significante a 5%, ***significante a 1%. Estatística t entre parênteses.
30
Pode-se observar que os resultados da coluna (1) e (4), estimados com
efeitos fixos e erros padrões robustos, apresentam resultados esperados para as
variáveis de natureza econômica. Entretanto, as variáveis de caráter social são
estatisticamente insignificantes. Isso deve-se principalmente ao fato do viés das
estimativas ocasionado pela omissão dos efeitos fixos de tendência-específica.
Desse modo, dado a estrutura dos dados o modelo apropriado para aferir o
impacto da descentralização fiscal sobre resultados da saúde infantil são os
expostos nas colunas (2) e (5). Os resultados dessas estimações mostram que a
descentralização fiscal das ações e serviços públicos de saúde tiveram
estatisticamente impacto em reduzir a taxa de mortalidade infantil e na infância no
Brasil entre 2000 e 2013. Os coeficientes estimados das dummies de tendência
estado-específicas são conjuntamente significantes (Prob ≥ 𝐹 = 0.00) e sua inclusão
tem um efeito marginal substancial sobre o ajustamento do modelo (𝑅2 = 0.96). Esse
modelo mais conservador revela um efeito médio da descentralização fiscal do setor
de saúde de −0.355 na mortalidade infantil e −0.277 na mortalidade na infância,
demonstrando maior importância do acesso a serviços de saúde no primeiro ano de
vida. Outra evidência que corrobora a importância da maior atenção a fase inicial da
vida infantil é o impacto positivo da variável de controle Baixo Peso ao Nascer
(BPN), que é uma proxy para necessidades no período de gestação, em ampliar a
mortalidade infantil.
Além disso, as regressões das colunas (2) e (5) confirmam a importância dos
gastos federais per capita em ações e serviços de saúde, além de demonstrar que o
acesso a água potável é um importante fator de infraestrutura domiciliar que afetou a
mortalidade infantil e na infância nos Estados brasileiros entre os anos 2000 e 2013.
31
Isso poderia suscitar, em termos de implicações de política, a implementação
de cobertura de acesso total dos domicílios do país a água potável. Pode-se
destacar a deficiência desse fator no Brasil citando, por exemplo, o estado do
Maranhão que no último ano da amostra apresentava 30% dos seus domicílios sem
acesso a água potável. A importância dessas variáveis também é confirmada pelos
resultados de Jimenez-Rubio (2011) e Soto (2012).
As colunas (3) e (6) expõem os resultados com a inclusão das variáveis
interativas entre determinada macrorregião e a variável de descentralização. Os
coeficientes estimados confirmam que há diferenciais de impacto da
descentralização fiscal da saúde entre as regiões do país. A região Sul, que é
historicamente a região mais desenvolvida do Brasil, apresentou o mais significativo
impacto, um aumento de 10% da descentralização do setor de saúde acarretaria em,
aproximadamente, uma redução de 6% na taxa de mortalidade infantil. As
macrorregiões do Sudeste e Centro-Oeste também apresentaram sinais satisfatórios
do efeito da descentralização e estatisticamente significantes ao nível de 5% e 10%,
respectivamente.
Como relatado por Soto (2012) para dados da Colômbia, as regiões mais
pobres detêm efeitos menos robustos da descentralização fiscal sobre a mortalidade
infantil. No caso do Brasil, verificou-se essa hipótese através da insignificância
estatística da descentralização do setor de saúde na região Norte, região que possui
peculiaridades de extensas áreas de mata, cidades isoladas e carência de
investimentos em infraestrutura básica que dificultam seu processo de
desenvolvimento. A região Nordeste apesar de também apresentar desafios sociais
vis-à-vis outras regiões, parece caminhar em média na direção do restante do país
32
em conseguir impactos positivos de redução na mortalidade infantil e na infância
através do processo de descentralização fiscal.
Por fim, as estimativas da coluna (3) mostram que em média um aumento de
10% na descentralização fiscal da saúde reduziria em aproximadamente 3.5% a
mortalidade infantil no Nordeste brasileiro. Ao primeiro olhar esse resultado parece
pouco expressivo, contudo, aumentar nessa magnitude a descentralização
significaria apenas uma ampliação da média do indicador de 0.58 para 0.64. Dado
que o Brasil ainda apresenta razoável nível de centralização, pode-se conseguir
isso, por exemplo, simplesmente transferindo 65 reais per capita das obrigações de
gastos em saúde do governo federal para os Estados e/ou Municípios. Ademais, a
ampliação em 10% do nível de gastos federais em ações e serviços públicos de
saúde reduziria, em média, 1.5% a mortalidade infantil. A título de informação,
segundo dados do periódico The Lancet (2017), o Brasil apresenta gasto público em
saúde inferior à média global. O país despendeu 8.3% do PIB para custear a saúde
durante o ano de 2014. Todavia, menos da metade desse investimento foi financiado
pela esfera pública, já que 54% corresponderam a gasto privado. Assim, o
investimento público do Brasil em Saúde (3.8%) em percentual do PIB é considerado
baixo quando comparado a outros países da América Latina. No ano de 2014, por
exemplo, a Colômbia destinou 5.4% do PIB para a Saúde, Equador e Paraguai
4.5%.
Esses resultados suscitam a necessidade de maior investigação do porquê de
efeitos assimétricos da descentralização fiscal do setor de saúde entre as regiões
brasileiras. Pode-se elencar como um dos principais desafios da oferta de saúde nas
regiões Norte e Nordeste a disponibilidade de recursos humanos, principalmente, na
região Norte. Para IPEA (2009), há quatro principais problemas enfrentados pelo
33
SUS no âmbito da administração pública: i) o não cumprimento dos requisitos cons-
titucionais de concurso público para admissão, gerando uma grande quantidade de
vínculos que não têm a indispensável base de legalidade, sendo contestáveis pelos
órgãos do Ministério Público; ii) as dificuldades para constituir e manter uma
adequada diversidade de processos de educação permanente que tenham como
efeito não só a qualificação técnica, mas reforcem a adesão dos profissionais ao
modelo de assistência requerido pelo SUS; iii) a inoperância dos mecanismos de
negociação permanente do trabalho entre gestores e entidades representativas dos
trabalhadores; e iv) a formação dos profissionais pelas universidades brasileiras,
especialmente dos médicos, que privilegia certas especialidades altamente
tecnológicas e raramente consegue conferir aos concluintes as habilidades que são
requeridas no exercício das funções técnicas e organizacionais peculiares à atenção
básica.
6. ANÁLISE DE ROBUSTEZ E SENSITIVIDADE DOS RESULTADOS
Essa seção tem por objetivo buscar investigar a robustez e sensitividade dos
resultados encontrados na seção anterior. Assim, seguindo a argumentação
proposta por Angrist e Pischke (2009) que propõe a inclusão de defasagens da
variável dependente como forma de verificar a robustez de estimativas em modelos
de efeitos fixos, o procedimento inicial realizado foi a inclusão de duas defasagens11
da variável de mortalidade infantil ou na infância na equação 2. Ademais, como
afirma Bond (2002), modelos de efeitos fixos com variáveis defasadas tendem a
subestimar as estimativas da regressão. Portanto, essa análise tem a capacidade de
11
A escolha de duas defasagens seguiu o raciocínio de Soares (2007a), que ao investigar mortalidade infantil e expectativa de vida com dados do Brasil utilizou essa abordagem.
34
fornecer um limite inferior12 para os coeficientes que medem o impacto da
descentralização das ações e serviços de saúde sobre a mortalidade infantil e na
infância.
𝑇𝑀it = 𝛽0+ 𝛽1𝑇𝑀i,t-1+𝛽2𝑇𝑀i,t-2+𝛽j𝜆j Descentralizaçãoit+𝛽𝑋it+𝛼i+ +𝜃iTempot+𝜀it (3)
Onde i = 1,..., 27; t = 2000,..., 2013 e j = 1,..., 5
Além disso, ainda podem existir fatores não observáveis não capturados pela
especificação anterior que podem viesar as estimativas. Desse modo, acrescenta-se
também a equação 3 o termo , dummies de ano, que medem choques comuns aos
Estados brasileiros em um determinadado ano específico. Como, por exemplo, uma
campanha nacional de vacinação implementada pelo Ministério da Saúde.
Por fim, adotou-se o mesmo vetor de variáveis de controle das especificações
anteriores, com exceção das variáveis de gastos federais e estaduais per capita em
ações e serviços públicos de saúde, que foram substituídas pela inclusão de uma
única variável: o valor total dos gastos em ações e serviços públicos de saúde em
percentual do PIB do Estado i no ano t. Essa variável também foi construída com
informações do Ministério da Saúde do Brasil com o intuito de testar a sensitividade
dos resultados.
A Tabela 4 apresenta, de forma resumida, os resultados das estimações de
análise de robustez13. Pode-se observar que em geral os resultados encontrados
foram similares em sentido aos encontrados pelo modelo proposto como mais
adequado. Novamente, a região Sul do país apresentou os mais relevantes e
12
Pode-se citar como exemplo Oliveira e Quintana-Domeque (2014), que realizaram o mesmo procedimento para estimar o limite inferior e superior do impacto das condições econômicas ao nascer sobre a estatura da população adulta brasileira. 13
Na Tabela 6, em anexo, encontram-se os resultados completos das estimações de análise de robustez dos resultados.
35
significativos coeficientes de impacto do efeito da descentralização fiscal das ações
e serviços públicos de saúde na redução da mortalidade infantil (-0.353) e na
infância (-0.321). Em contrapartida, a região Norte do Brasil exibiu efeito nulo da
descentralização sobre a saúde infantil. As demais regiões, Sudeste, Centro-Oeste e
Nordeste, também apresentaram estatisticamente efeitos esperados de melhoria da
saúde infantil com a descentralização fiscal do setor de saúde.
Tabela 4 - Resultados das Estimações de Análise de Robustez.
Fonte: Elaboração Própria. Notas: Erros padrões robustos computados em cluster em nível de Região. *significante a 10%, **significante a 5%, ***significante a 1%. Estatística t entre parênteses.
Com relação as variáveis de controle, igualmente destacaram-se a variável de
Baixo Peso ao Nascer e a variável de acesso a Água Potável encanada. A novidade
ESTIMATIVA DE EFEITOS FIXOS (E.F)
(ln) Variável Dependente
Taxa de Mortalidade Infantil Taxa de Mortalidade na Infância
(ln) Regressores (7) (8)
Descentralização* S -0.353
**
(-2.90) -0.321
**
(-2.93)
Descentralização* SE -0.114
*
(-2.53)
-0.097*
(-2.30)
Descentralização* CO -0.079
*
(-2.45)
-0.065*
(-2.18)
Descentralização* NE -0.130
*
(-2.35)
-0.106*
(-2.11)
Descentralização* NO 0.107 (1.54)
0.101 (1.53)
Constante 46.26
***
(5.08)
42.50***
(5.17)
E.F. Estado Sim Sim
E.F. Estado Específico Temporal
Sim Sim
E.F. Ano Sim Sim
Prob > F 0.00 0.00
N 270 270
R2 Within 0.98 0.98
R2 Between 0.37 0.30
R2 Overall 0.26 0.21
36
foi o efeito da renda domiciliar per capita em apresentar efeito de redução nas taxas
de mortalidade. Por outro lado, a inclusão da variável de gastos totais em saúde
como proporção do PIB não apresentou resultados estatisticamente significativos.
Finalmente, destaca-se que novamente as dummies de tendências estado-
específicas foram significantes, porém as dummies de ano apresentaram em sua
maioria coeficientes insignificantes, com excessão do ano 2011. Em suma, os
resultados oriundos dessa análise corroboram as principais conclusões do trabalho.
7. CONSIDERAÇÕES FINAIS
O presente artigo analisou os efeitos gerais e regionais da descentralização
dos serviços de saúde pública sobre a saúde infantil nos Estados brasileiros no
período de 2000 a 2013. Para tanto, construiu-se a mais usual medida de
descentralização fiscal do setor de saúde indicada por Jimmenez- Rubio (2011a): a
proporção do gasto per capita em ações e serviços de saúde dos entes sub-
nacionais em relação ao gasto total em todos os níveis de governo. Apesar da
importância que o acesso a serviços de saúde tem sobre o bem-estar individual e
desenvolvimento econômico, pouca atenção tem sido despendida em avaliar os
efeitos potenciais da descentralização da saúde em países em desenvolvimento
como o Brasil.
Os resultados obtidos através da abordagem empírica do modelo de efeitos
fixos com dummies de tendência estado-específicas e erros padrões robustos
ratificaram que a descentralização fiscal das ações e serviços públicos de saúde
tiveram estatisticamente, no período estudado, impacto em reduzir a taxa de
mortalidade infantil e na infância no Brasil. Ademais, estimações mais criteriosas
confirmaram, como relatado por Jimmenez-Rubio (2011a), a importância dos gastos
37
federais per capita em ações e serviços de saúde sobre a mortalidade infantil, além
de demonstrar que o acesso a água potável é um importante fator de infraestrutura
domiciliar no contexto brasileiro.
Além disso, a descentralização fiscal da saúde apresenta respostas
heterogêneas e consequências distribucionais. Uma vez que seu efeito sobre a
mortalidade infantil e na infância é diferenciado dado o nível de desenvolvimento
regional, tendo efeitos mais fortes em regiões mais desenvolvidas, como é o caso do
centro-sul brasileiro. Assim, destaca-se a importância de diferenciais institucionais
dos governos locais e características populacionais no processo de eficiência da
descentralização. Esses resultados corroboram com os encontrados por Soto (2012)
para a Colômbia e contribuem com resultados robustos para a reduzida literatura
que investiga essa relação no maior país em extensão territorial e em processo de
desenvolvimento da América Latina.
Como proposição de política, pode-se argumentar que a descentralização não
deve ser interpretada como um objetivo em si, principalmente em regiões que
apresentam contextos desfavoráveis como a região Norte do Brasil. O Ministério da
saúde precisa reexaminar o instrumento de política para avaliação da capacidade
institucional de gestão do setor de saúde dos Estados e Municípios nessa região do
país. A eficácia da descentralização requer um forte nível de interação
intergovernamental em torno do planejamento de recursos humanos e da alocação
de recursos, monitoramento e avaliação dos gastos públicos em ações e serviços de
saúde. De modo geral, o Brasil parece caminhar nessa direção,14 sendo interessante
14
De acordo com Marinho et al. (2012), que comparou a eficiência na provisão de serviços de saúde no Brasil com os países da Organização para Cooperação e Desenvolvimento Econômico (OCDE), em termos de eficiência técnica relativa o Brasil apresentou entre 2004 e 2006 um dos melhores desempenhos relativos na provisão de serviços de saúde.
38
considerar a possibilidade de continuação de maneira planejada do processo de
descentralização fiscal da saúde e aumento do volume de recursos despendidos no
setor como forma de melhorar os indicadores de mortalidade infantil, que ainda são
bastante desafiadores.
A despeito da forte relação estatística observada nesse estudo, a
interpretação dos seus resultados em relações de causa e efeito exige cautela.
Contudo, esse é um problema padrão e puzzle presente nessa literatura. Uma
extensão natural dessa pesquisa na direção de buscar respostas para esse
questionamento seria investigar no caso brasileiro a variação exógena de
implementação da Emenda Constitucional N° 29 sobre os resultados da saúde na
vizinhança do período de sua implementação, dado que esse evento representou um
choque na ampliação dos gastos em saúde dos entes sub-nacionais.
Outro ponto para futuras investigações é considerar, dado a natureza
multidimensional do fenômeno da descentralização, indicadores de descentralização
da saúde além do ponto de vista fiscal, apesar da dificuldade empírica de
construção. Além disso, deve-se buscar incluir o uso de outras variáveis que
mensurem os resultados da saúde infantil, como indicadores de incidência de
doenças específicas, por exemplo. Por fim, a despeito dessas limitações, de acordo
com as estimações econométricas este trabalho empírico adiciona novas
perspectivas de avaliação e análise dos ganhos oriundos dos efeitos gerais e
regionais da descentralização fiscal dos serviços de saúde pública sobre a saúde
infantil no contexto de países em desenvolvimento, em especial para o caso
brasileiro.
39
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44
ANEXO A – Figuras e Tabelas
Figura 3 - Evolução da Mortalidade Infantil nos Estados brasileiros, 2000-2013.
Fonte: Elaboração Própria.
45
Figura 4 - Evolução do Indicador de Descentralização Fiscal da Saúde nos Estados
brasileiros, 2000-2013.
Fonte: Elaboração Própria.
46
Tabela 5: Indicador de Descentralização Fiscal do Setor de Saúde, 2000 e 2013.
Fonte: DATA-SUS, Ministério da Saúde do Brasil. Elaboração Própria.
Indicador de Descentralização Fiscal da Saúde
Estado 2000 2013 Variação Ranking
Acre 0.60 0.76 27.0% 26
Alagoas 0.35 0.58 68.3% 13
Amapá 0.49 0.77 57.4% 17
Amazonas 0.58 0.78 33.1% 25
Bahia 0.38 0.58 53.7% 19
Ceará 0.25 0.63 153.6% 4
Distrito Federal 0.35 0.78 123.7% 6
Espírito Santo 0.55 0.74 33.7% 24
Goiás 0.40 0.68 69.6% 12
Maranhão 0.21 0.58 174.6% 1
Mato Grosso 0.39 0.72 83.8% 10
Mato Grosso do Sul 0.51 0.72 42.5% 22
Minas Gerais 0.45 0.68 52.4% 20
Pará 0.32 0.63 96.9% 8
Paraíba 0.24 0.62 160.1% 3
Paraná 0.40 0.66 64.9% 14
Pernambuco 0.34 0.62 81.0% 11
Piauí 0.23 0.60 164.8% 2
Rio de Janeiro 0.33 0.63 94.6% 9
Rio Grande do Norte 0.46 0.67 43.9% 21
Rio Grande do Sul 0.41 0.63 55.1% 18
Rondônia 0.35 0.73 110.2% 7
Roraima 0.49 0.79 60.8% 16
Santa Catarina 0.49 0.70 42.4% 23
São Paulo 0.61 0.77 26.5% 27
Sergipe 0.27 0.65 144.4% 5
Tocantins 0.47 0.76 61.8% 15
47
Tabela 6: Resultados Completos das Estimações de Análise de Robustez.
ESTIMATIVA DE EFEITOS FIXOS (E.F)
(ln) Variável Dependente
Taxa de Mortalidade Infantil Taxa de Mortalidade na Infância
(ln) Regressores (7) (8)
TMIt-1 0.560
***
(4.40)
0.534***
(3.85)
TMIt-2 -0.160 (-1.86)
-0.116
(-1.21)
Renda -0.078
**
(-3.51)
-0.088**
(-3.14)
Gasto Total/PIB 0.043 (0.93)
0.037
(0.84)
Plano de Saúde 0.003 (0.07)
-0.008
(-0.022)
Alfabetização Feminina
0.681 (1.77)
0.648
(1.50)
BPN 0.289
***
(6.14)
0.263***
(3.78)
Saneamento 0.004 (1.34)
0.003
(0.85)
Água -0.059
**
(-3.49)
-0.071***
(-5.76)
Lixo -0.014 (-0.21)
-0.024
(-0.36)
Descentralização* S -0.353
**
(-2.90)
-0.321**
(-2.93)
Descentralização* SE -0.114
*
(-2.53)
-0.097*
(-2.30)
Descentralização* CO -0.079
*
(-2.45)
-0.065*
(-2.18)
Descentralização* NE -0.130
*
(-2.35)
-0.106*
(-2.11)
Descentralização* NO 0.107 (1.54)
0.101 (1.53)
Constante 46.26
***
(5.08)
42.51***
(5.17)
E.F. Estado Sim Sim
E.F. Estado Específico Temporal
Sim Sim
E.F. Ano Sim Sim
Prob > F 0.00 0.00
N 270 270
R2 Within 0.98 0.98
R2 Between 0.37 0.30
R2 Overall 0.26 0.21
Fonte: Elaboração Própria. Notas: Erros padrões robustos computados em cluster em nível de Região. *significante a 10%, **significante a 5%, ***significante a 1%. Estatística t entre parênteses.
48
ANEXO B – DESCRIÇÃO DAS VARIÁVEIS DE GASTOS EM SAÚDE
As variáveis de gastos em saúde são oriundas do Ministério da Saúde, área
de Economia da Saúde e Desenvolvimento, mais precisamente do Sistema de
Informações sobre Orçamentos Públicos em Saúde - SIOPS (Gasto Estadual e
Municipal); SPO/SE e Fundo Nacional de Saúde - FNS (Gasto Federal). Os valores
dos gastos per capita estão apresentados em reais com base no Índice Nacional de
Preços ao Consumidor Amplo (IPCA) de dezembro do último ano (2013).
Até o ano de 2008 os gastos estaduais com ações e serviços públicos de
saúde, eram extraídos das Notas Técnicas da Análise dos Balanços Gerais dos
estados de acordo com a Lei Nº. 4.320,64, elaboradas pela equipe responsável
pelo SIOPS, em conformidade com a Resolução nº 322 do Conselho Nacional de
Saúde - CNS e a Emenda Constitucional nº 29/2000 – EC 29/00. A partir do ano de
2009 os gastos estaduais passam a ser os declarados no SIOPS.
As despesas com Ações e Serviços Públicos de Saúde são aquelas
definidas na quinta e sexta diretrizes da Resolução nº 322/2003 do Conselho
Nacional de Saúde, descrita em detalhes a seguir. No âmbito federal, além da
exclusão da despesa com inativos e pensionistas, foram excluídas as despesas
com o pagamento de juros e amortização da dívida e com o Fundo de Erradicação
e Combate à Pobreza. A partir de junho de 2004, a despesa com pessoal do
Ministério da Saúde executada pelos Estados foi centralizada no Distrito Federal.
Para minimizar a distorção do gasto público federal com saúde entre os estados
optou-se por contabilizar esta despesa com pessoal na rubrica "Nacional".
49
CONSELHO NACIONAL DE SAÚDE
RESOLUÇÃO Nº 322, DE 08 DE MAIO DE 2003
DAS AÇÕES E SERVIÇOS PÚBLICOS DE SAÚDE
Quinta Diretriz: Para efeito da aplicação da Emenda Constitucional nº 29,
consideram-se despesas com ações e serviços públicos de saúde aquelas com
pessoal ativo e outras despesas de custeio e de capital, financiadas pelas três
esferas de governo, conforme o disposto nos artigos 196 e 198, § 2º, da
Constituição Federal e na Lei n 8080/90, relacionadas a programas finalísticos e de
apoio, inclusive administrativos, que atendam, simultaneamente, aos seguintes
critérios:
I – sejam destinadas às ações e serviços de acesso universal, igualitário e
gratuito;
II – estejam em conformidade com objetivos e metas explicitados nos
Planos de Saúde de cada ente federativo;
III – sejam de responsabilidade específica do setor de saúde, não se
confundindo com despesas relacionadas a outras políticas públicas que atuam
sobre determinantes sociais e econômicos, ainda que com reflexos sobre as
condições de saúde.
§ Único – Além de atender aos critérios estabelecidos no caput, as
despesas com ações e serviços de saúde, realizadas pelos Estados, Distrito
Federal e Municípios deverão ser financiadas com recursos alocados por meio dos
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respectivos Fundos de Saúde, nos termos do Art. 77, § 3º do ADCT.
Sexta Diretriz: Atendido ao disposto na Lei 8.080/90, aos critérios da
Quinta Diretriz e para efeito da aplicação da EC 29, consideram-se despesas com
ações e serviços públicos de saúde as relativas à promoção, proteção, recuperação
e reabilitação da saúde, incluindo:
I - vigilância epidemiológica e controle de doenças;
II - vigilância sanitária;
III - vigilância nutricional, controle de deficiências nutricionais, orientação
alimentar, e a segurança alimentar promovida no âmbito do SUS;
IV - educação para a saúde;
V - saúde do trabalhador;
VI - assistência à saúde em todos os níveis de complexidade;
VII - assistência farmacêutica;
VIII - atenção à saúde dos povos indígenas;
IX - capacitação de recursos humanos do SUS;
X - pesquisa e desenvolvimento científico e tecnológico em saúde,
promovidos por entidades do SUS;
XI - produção, aquisição e distribuição de insumos setoriais específicos, tais
como medicamentos, imunobiológicos, sangue e hemoderivados, e equipamentos;
XII - saneamento básico e do meio ambiente, desde que associado
diretamente ao controle de vetores, a ações próprias de pequenas comunidades ou
em nível domiciliar, ou aos Distritos Sanitários Especiais Indígenas (DSEI), e outras
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ações de saneamento a critério do Conselho Nacional de Saúde;
XIII - serviços de saúde penitenciários, desde que firmado Termo de
Cooperação específico entre os órgãos de saúde e os órgãos responsáveis pela
prestação dos referidos serviços.
XIV – atenção especial aos portadores de deficiência.
XV – ações administrativas realizadas pelos órgãos de saúde no âmbito do
SUS e indispensáveis para a execução das ações indicadas nos itens anteriores;
§ 1 No caso da União, excepcionalmente, as despesas com ações e
serviços públicos de saúde da União financiadas com receitas oriundas de
operações de crédito contratadas para essa finalidade poderão integrar o montante
considerado para o cálculo do percentual mínimo constitucionalmente exigido, no
exercício em que ocorrerem.
§ 2 No caso dos Estados, Distrito Federal e Municípios, os pagamentos
de juros e amortizações decorrentes de operações de crédito contratadas a partir de
1.01.2000 para custear ações e serviços públicos de saúde, excepcionalmente,
poderão integrar o montante considerado para o cálculo do percentual mínimo
constitucionalmente exigido.
Sétima Diretriz: Em conformidade com o disposto na Lei 8.080/90, com os
critérios da Quinta Diretriz e para efeito da aplicação da EC nº 29, não são
consideradas como despesas com ações e serviços públicos de saúde as relativas
a:
I – pagamento de aposentadorias e pensões;
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II - assistência à saúde que não atenda ao princípio da universalidade
(clientela fechada);
III - merenda escolar;
IV - saneamento básico, mesmo o previsto no inciso XII da Sexta Diretriz,
realizado com recursos provenientes de taxas ou tarifas e do Fundo de Combate e
Erradicação da Pobreza, ainda que excepcionalmente executado pelo Ministério da
Saúde, pela Secretaria de Saúde ou por entes a ela vinculados;
V - limpeza urbana e remoção de resíduos sólidos (lixo);
VI - preservação e correção do meio ambiente, realizadas pelos órgãos de
meio ambiente dos entes federativos e por entidades não governamentais;
VII – ações de assistência social não vinculadas diretamente a execução
das ações e serviços referidos na Sexta Diretriz e não promovidas pelos órgãos de
Saúde do SUS;
VIII – ações e serviços públicos de saúde custeadas com recursos que não
os especificados na base de cálculo definida na primeira diretriz.
§ 1 No caso da União, os pagamentos de juros e amortizações
decorrentes de operações de crédito, contratadas para custear ações e serviços
públicos de saúde, não integrarão o montante considerado para o cálculo do
percentual mínimo constitucionalmente exigido.
§ 2 No caso dos Estados, Distrito Federal e Municípios, as despesas
com ações e serviços públicos de saúde financiadas com receitas oriundas de
operações de crédito contratadas para essa finalidade não integrarão o montante
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considerado para o cálculo do percentual mínimo constitucionalmente exigido, no
exercício em que ocorrerem.
